关键词：脱钩理论 经济发展 能源 环境 资源
一、脱钩理论
近年来，脱钩理论被广泛应用于经济增长与环境质量之间的关系中。脱钩理论认为，当一国或者一个地区经济发展不以环境恶化为代价，即其资源利用和对环境的压力不随着经济的发展而增加，则称脱钩关系；反之则称耦合关系。脱钩理论中有完全脱钩和相对脱钩两种状态。完全脱钩是指经济持续发展，环境保护的正指标保持稳定或者增长；相对脱钩是指经济发展指标与环境破环指标都有变化，只是环境破坏的指标变化比率低于经济发展的指标变化比率。一般来说，绝对脱钩状态相对较少，其发生的前提条件是资源的生产效率超过经济的增长率（De Bruyn 2002）。
OECD在《衡量经济增长对环境影响脱钩关系的指标》报告中研究了环境压力与经济增长的脱钩指标，发现OECD各成员国已经普遍处在经济增长与环境破坏的脱钩状态，更有部分国家已经实现了经济增长的完全脱钩。
UNEP在研究经济发展与环境影响的关系时，也采用了脱钩理论。在UNEP体系中，脱钩理论分为资源脱钩和影响脱钩两种模式。其中资源脱钩指的是减少单位经济增长所消耗的资源量，其实现途径是通过提高资源使用效率，在不降低经济增长率的前提下，实现资源、能源使用量的减少。影响脱钩指的是在保持经济增长的同时，减少其对环境的影响。
二、我国绿色经济发展概况分析
（一）分析思路
本文拟采用脱钩理论分别分析我国经济发展与能源、环境污染、资源之间相互的影响关系。首先，通过数据采集分别得到我国经济发展与能源消费变量、环境污染变量和资源消耗变量之间的发展趋势。其次，由公式■分别得到我国经济发展与能源消费变量、环境污染变量和资源消耗变量的脱钩系数。最后，通过脱钩系数的值及其发展趋势，简要得到我国绿色经济发展的概况。当DIt≥1时，有资源消费或者污染物排放的增长速度不低于经济的增长速度，呈现出耦合关系。在完全耦合阶段，脱钩系数越高，表示经济发展对资源的依赖越高，对环境的破坏越大。当0＜DIt＜1时，则有资源消费或者污染物排放的增长速度低于经济的增长速度，构成了相对脱钩关系,代表相对高效的资源使用效率，或者相对低的环境破坏程度。当DIt≤0时，则有资源消费或者污染物排放的增幅小于0，构成了绝对脱钩关系，代表经济增长的同时，资源消费或污染物的排放随之减少。
（二）我国经济发展与能源消耗的脱钩分析
在我国经济发展与能源消耗的脱钩分析中，采用国内生产总值作为经济发展的指标，年能源消费总量作为能源消耗的指标，数据来源于《中国统计年鉴（1999—2011）》。
1999—2010年，我国国民经济增长迅速，由1999年的89677.1亿元人民币增长为2010年的401202亿元人民币，增幅高达3.5倍；能源消耗总量也呈现逐年增长的趋势，其增长的速度缓于国内生产总值的增长速度，增幅为135%。
由公式■，得到我国国内生产总值与能源总消耗的脱钩系数，见图1。
由图1可见，2000—2010年间，除2003年外，我国GDP与能源消耗脱钩系数取值范围在0至1之间，其发展趋势大体可以分为三个阶段。第一阶段是2000—2003年，这一阶段我国GDP与能耗总量的脱钩系数逐年上升。2000—2003年间，我国GDP与能耗总量的脱钩系数从0.33上升到1.19，2003年DI＞1，GDP与能耗形成了耦合关系。2003—2008年，我国GDP与能耗总量的脱钩系数呈现逐年递减的趋势，从2003年的1.19下降到2008年的0.21。2008年后，我国GDP与能耗总量的脱钩系数呈现震荡趋势，但均低于1。
纵观10年间的GDP与能耗总量的脱钩系数，可以认为两者之间构成相对脱钩关系，表明在2000—2010年间，我国能源使用效率有一定提高，我国能源消费的增长速度低于国内生产总值的增长速度。2003年我国国内生产总值与能耗总量脱钩系数大于1，与当年沿海地带新建扩建钢铁项目有较大关系。
（三）我国经济发展与环境的脱钩分析
在我国经济发展与环境的脱钩分析中，经济发展指标仍采用国内生产总值，环境指标分别采用化学需氧量排放量和二氧化硫排放量。其中化学需氧量（COD），是在一定的条件下，采用一定的强氧化剂处理水样时，所消耗的氧化剂量。COD是指标水体有机污染的一项重要指标,能够反应出水体的污染程度。化学需氧量越大，说明水体受有机物的污染越严重。二氧化硫是检测空气质量的重要指标。在大气中，二氧化硫会氧化而成硫酸雾或硫酸盐气溶胶，是环境酸化的重要前驱物。大气中二氧化硫浓度在0.5ppm以上对人体已有潜在影响；在1—3ppm时多数人开始感到刺激；在400—500ppm时人会出现溃疡和肺水肿直至窒息死亡。二氧化硫与大气中的烟尘有协同作用。当大气中二氧化硫浓度为0.21ppm，烟尘浓度大于0.3mg/1L，可使呼吸道疾病发病率增高，慢性病患者的病情迅速恶化。
持续、稳定、健康的经济增长是一个国家或地区快速发展的直观表现,它在一定程度上决定着一个国家或地区人民生活水平提高的速度,直接影响着一个国家或地区在世界政治、经济活动中的地位。因而追求经济的快速、稳定增长是当前世界各国普遍关注的焦点问题之一。但影响经济增长的因素纷繁复杂,要保证经济的持续、健康发展,必须处理好影响经济发展的相关因素之间的关系。许多经济学家致力于影响经济增长因素的研究,并取得了一系列成果。其中具有代表性的是:“经济增长的发动机必定安装在相同的四个轮子上,无论是穷国还是富国。这四个轮子或者说增长的要素就是:人力资源(劳动力的供给、教育、激励)、自然资源(土地、矿产、燃料、环境质量)、资本(机器、工厂、道路)、技术(科学、工程、管理、企业家才能)”。经济学家通常使用总生产函数来表明这些因素之间及其与国民总产出的关系。
总生产函数的数学表达式为:Q=AF(K,L,R)式中:Q表示总产出;K表示投入的资本;L表示投入的劳动;R表示投入的自然资源;A表示经济中的技术水平;F表示生产函数关系。但在以往的经济增长核算理论中,通常将R要么视为常量忽略不计,要么将R合并在资本K中,没有将能源单独作为一个变量来研究其与增长的关系。早期的经济学家如亚当•斯密,强调的是土地在经济增长中的重要作用,当时由于能源的稀缺性因为生产力低下还没有表现出来,因而其对经济增长的重要作用也没有被经济学家们所关注。大多数的新古典经济学家认为:能源在生产中占有相对较不重要的地位,它是由资本、劳动和土地这些主要的生产要素所产生的一个中间变量。直到上个世纪70年代石油危机后,能源的紧缺才因机械工业的迅速发展而日益表现出来,能源在经济增长中的重要作用才被经济学家们充分关注。能源问题在理论上的研究可以追索到上世界70年代早期“罗马俱乐部”的一系列研究。
在其最具代表的《增长的极限》中,他们着重强调了能源对经济增长和社会发展的制约作用。引起了人们的广泛关注。其后,是Rashe和Tatom首次将能源使用引入Cobb-Douglas生产函数,他们力图寻求能源利用与经济增长之间更符合实际过程的基本规律,定量地描述能源与经济发展的关系。长期以来能源在经济增长中的精确的作用一直是有争议的问题,对发达国家的实证研究得出了不同的结论:一些研究结果表明能源与其他生产要素具有互补关系;另一些研究结果表明能源能被其他生产要素所替代。
但由于发展中国家存在资源供给约束及价格刚性等问题,使得研究要素之间的相互替代没有现实意义。不同的研究都说明虽然每个国家的经济增长都必须依赖于四种基本的生产要素,但各国的发展途径是不同的,即各种要素在不同的国家和地区所起的作用是不同的。ObasJohnEbohondui对坦桑尼亚和两个发展中国家的能源与经济增长的关系进行了实证研究,证实了经济增长与能源之间存在着互为因果的关系,能源在经济增长中起着关键性的作用。我国学者赵丽霞、魏巍贤将能源作为新的变量引入Cobb-Douglas生产函数,建立向量自回归模型,实证研究了中国经济增长与能源之间的关系,并得出能源是我国经济发展过程中不可完全替代的限制性要素的结论。
从经济学的角度来分析,能源与经济增长的关系,一方面是经济增长对能源存在依赖性,即大量的能源投入促进了经济的快速增长;另一方面,能源的可持续发展也要以经济增长为前提。首先,经济增长促成了能源的大规模开发和利用。经济的快速增长,对能源的开采、加工都提出了更高的要求,同时,由于经济的快速增长,也为发展能源提供了资金保证。其次,不可再生能源的逐渐耗竭及能源生产、利用过程中带来的生态环境问题,却也严重阻碍着经济的进一步发展,这些问题的解决又要以经济增长为前提。经济增长有双层含义,一方面,经济增长意味着大量生产,而越大量的生产需要越大量的资源和能源的投入,因而也就有更大量的废弃物排出。另一方面,经济增长还意味着高附加值技术的引入,通过技术的引入可以提高能源的利用率,促成产业的升级转换,使产业向污染较少,技术集约程度高的产业转变,这一切将减少单位产值的投入量和废弃物的排出量,从而缓解以至解决有限的不可再生能源与无限的人类需求之间的矛盾,缓解以至解决生态环境问题。本文将从实证的角度对我国能源与经济增长的关系进行研究,首先,运用格兰杰因果关系检验分析能源与中国经济增长的因果关系,得出能源与经济增长之间是存在因果关系的。然后,进行柯布—道格拉斯生产函数基础上的计量分析,测度能源对中国经济增长的贡献,以探求我国能源与经济增长深层关系,提出发展我国能源经济的战略性措施建议。
二、能源与经济增长的定量分析
1.能源与经济增长的格兰杰因果关系检验当前,能源短缺已经成为我国经济发展的主要障碍之一,理清能源消耗与经济增长之间的因果关系对于制定有效的能源管理战略是至关重要的。通过格兰杰因果关系检验来分析能源与经济增长的关系,其基本思想是:如果变量X的变化引起Y的变化,则X的变化应发生在Y的变化之前。在格兰杰模型中,检验的程序是决定因变量的加入是否显著地增强回归的解释能力,它仅采用因变量和自变量的滞后值。为检验能源与经济增长之间的因果关系,我们运用下面的两组回归方程:ΔYt=∑mi=1α1iΔYt-i+∑mi=1α2iΔEt-i+Ut(1)ΔEt=∑mi=1β1iΔYt-i+∑mi=1β2iΔEt-i+Vt(2)其中Yt=Yt-Yt-1;Et=Et-Et-1;Yt为国民生产总值;Et为能源消耗。则方程(1)和(2)提供了以下四种可能的因果关系:a.如果∑mi=1α2i≠0且∑mi=1β1i=0,Et对Yt存在单一的因果关系;b.如果∑mi=1β1i≠0且∑mi=1α2i=0,Yt对Et存在单一的因果关系;c.如果∑mi=1α2i≠0且∑mi=1β1i≠0,Et与Yt间存在双向因果关系;d.如果∑mi=1α2i=0且∑mi=1β1i=0,Et与Yt间没有因果关系;我们运用1961———2001年我国国民生产总值和国内生产总值与能源消费数据(数据来源于1994年和2002年中国统计年鉴)进行检验。
格兰杰因果关系检验表明:国民生产总值和国内生产总值在滞后3、4、5期内均以格兰杰方式引致能源消耗E,这与我国长期以来能源经济建设的步伐落后于国民经济建设的步伐的实际国情相一致。根据世界能源委员会《1992世界能源资源调查》提供的资料可以发现,我国的能源经济建设长期以来都在受能源供应的制约。尤其是80年代中期,由于改革开放后国民经济的迅速发展,对能源的需求急增,能源成为影响国民经济快速发展的瓶颈。这在我国的主要能源部门煤炭行业中表现的更为严重明显。以至于国家作出了大力发展乡镇煤矿,尽快解决我国煤炭能源短缺问题的决策。大力发展乡镇煤矿一定的时期内确实是解决了煤炭短缺的问题,但同时也带来了更严重的问题。
一方面,由于乡镇煤矿、个体煤矿的乱采、乱掘,煤炭回采率非常低,一般仅能达到10%左右,有的更低,甚至越界、越层开采,严重地破坏了有限的煤炭资源。虽然从市场上来看,煤炭存量不少,但煤炭资源的有限性和开采的有效性矛盾日益突出。另一方面,乡镇煤矿的开采技术往往比较落后,而且机械化程度低,安全设施简陋,再加上不考虑煤炭的回收率,因而成本较低。这对国有大中型矿井的冲击很大,不合理的竞争使国有煤矿企业在90年代后期举步维艰。再加上煤炭行业本身的一些特点,一时间,煤炭企业的发展成了经济建设中的一件重要大事。我国的经济在持续、快速发展,长期来看,对能源的需求是必然的。但如果解决不好能源的可持续发展问题,迟早会影响经济的发展。因此,必须从根本上协调能源与经济增长的关系。
2.能源与经济增长的计量经济分析在此,我们依据已被广泛应用于实证研究的内生经济增长模型的基本解释变量来对能源与经济增长进行进一步分析。首先我们从下面的柯布—道格拉斯生产函数方程开始:Y=AKαLβRγ(3)两边取自然对数,我们得到:lnY=lnA+αlnK+βlnL+γlnR(4)方程(4)对时间进行求导,得dYdt1Y=αdKdt1K+βdLdt1L+γdRdt1R(5)增加满足标准假设的常数项和误差项,方程(5)可以写成如下形式:YT=c+αKT+βLT+γRT+Ut(6)其中,dYdt1Y=YT,dKdt1K=KT,dLdt1L=LT,dRdt1R=RT方程(6)中的四项表达式分别代表经济增长率,资本、劳动、及能源。因为方程为对数形式,所以系数“α”、“β”、“γ”分别为资本、劳动及能源对产出的弹性,常数“c”用来反应Hicks中性技术进步可能的生产率。
由于资本存量的数据不能获得,因此我们运用可获得的社会固定资产投资来代替。下面就我国国民生产总值、全社会固定资产投资、就业人员及能源消费总量的关系进行检验分析如表2。表中:Y:基于1990年价格的实际GNPK:全社会固定资产投资L:就业人数R:能源消费总量根据方程(6)运行SPSS得结果如下:YTt=0•068-0•068LTt+0•232KTt+1•437RTt(2•894)(-0•199)(2•544)(3•515)R2=0•785F=12•552从R2值判断建立的回归方程拟合程度较好,全社会固定资产投资系数为正,并且统计显著。但是,劳动力系数为负值且其统计显著性较低,这可能暗示,我国实际劳动力的统计数据可能有较大偏差。但对我们研究更为重要的是,能源的回归系数具有预期效果且统计显著。能源的弹性系数为1•437,即能源供给增加1%将导致经济增长1•43%。说明在我国现阶段,发展能源对经济增长的促进作用还是非常明显的,能源在经济增长中的作用不容忽视。
三、结论与政策建议
从上述的分析中不难看出,能源与经济的增长存在着密切的关系,但并不是严格的双向因果关系。能源对一个国家或地区的经济发展毫无疑问是有影响的,但并不是说发展能源就一定可以促进经济的快速、健康发展;反过来,经济的健康发展对发展能源也存在着一定的影响。因此,我们应该认真处理好经济增长与发展能源的关系,使二者能够协调发展。
1.努力改变观念,防止顾此失彼发展经济是一项复杂的系统工程,因而在宏观上要处理好影响经济发展的相关因素之间的关系。正确处理能源与经济的协调发展,应全面考虑好以下两个方面的问题。其一,发展经济不可忽视能源的影响。对经济增长速度的追求,应实事求是,制定经济增长政策要充分考虑相关影响因素的发展水平。注意对关键影响因素的积极扶持,防止薄弱环节对整体的影响。从目前来看,我国能源与经济增长大体协调,略有不足但还不至影响大局。
不过,若从长期来看,能源问题就应当引起我们的重视了。在发展经济的过程中,应通过宏观经济政策,首先要处理好能源的结构问题,在大力改造传统能源产业的同时,要积极发展各种新能源,提高能源产业的科技含量;其次要处理好能源产业的可持续发展问题,坚决制止各种短期行为。其二,发展能源不可脱离经济增长实际。能源的开发和利用要受到区域经济发展水平的制约。一方面,经济增长可以为能源的发展提供雄厚的资金保障;另一方面,经济增长还是能源的最终消费源。因此,发展能源既不能滞后于经济增长,也不能过分超前于经济增长。这些在我国都已经有丰富的经验教训。只有保证能源既能满足经济增长的需要而又不相对过剩,才能促进国民经济的持续、快速、健康增长。
2.根据我国经济增长速度,确定合理的能源发展计划各国经济增长的现实已经证明,只有正确处理好影响经济增长的相关因素,才能保证经济的持续、稳定增长,我国也不例外。随着现代科技的发展,能源对经济增长的影响必然日益严重。我们也已经日益认识了这一问题。因此,我国已经制定了《能源“十五”发展规划》。但是,我国的实际情况是,当前各地经济发展不平衡,区域发展差距仍在扩大,而能源的赋存又很不均衡。如果不注意各地的实际情况,那《规划》可能就起不到应有的作用。因此,国家在根据国民经济增长速度的基础上制定总的发展规划的同时,还应充分考虑各地的实际情况,积极鼓励各地因地制宜地发展能源,以做到既保证经济快速发展,又充分利用能源,并减少能源浪费。
关键词：能源消耗；经济发展；主成分分析；协整检验；Bootstrap方法
一、 引言
经济的发展带动着能源的消耗，能源消耗又反过来促进经济的发展，两者之间相互促进。近年来湖北省的年均经济增长速度放缓，经济发展趋势呈现新常态。在面对现在湖北省经济发展状况的现状下，原始模式的资源利用导致了资源消耗大，资源约束日益紧张。目前湖北省能源资源稀缺，包括煤炭，石油，天然气，电力等。现阶段湖北省随着经济的发展，对于能源的需求量越来越大，如何用最少的资源带来最大的经济效益，是亟待解决的问题。
能源是国民经济的基础要素，能源的有效利用关系到社会经济的可持续发展，能源消费量过快增长和能源低效率会阻碍经济社会的可持续发展。能源与经济发展关系的研究是科学进行能源需求预测的需要，最终目的是使能源得到有效利用，使能源与经济协调发展。能源消费与经济发展关系的实证研究是为更有效的提高能源效率提供依据，能够为节能政策制定和可持续发展政策的实施提供重要参考依据。
二、 研究内容及框架
目前有很多学者研究了能源消耗总量对于经济发展的影响及相互关系，但是能源消耗总量及经济的发展指标仅单纯的数量研究不能更加有效地评判两者之间的关系，且单一的能源消耗指标及经济发展指标只能片面的反应二者之间的关系，不具有很强的代表性。此研究克服了之前总量研究的不足，采用胡绍雨的研究技术路线，利用综合指标对现阶段湖北省能源消耗现状和经济发展状况进行分析。本文选取经济发展指标有地区生产总值、居民消费水平、对外贸易出口总额、财政收入占地区生产总值的比重，能源消耗指标有煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油柴油、燃料油、电力、天然气指标；其次利用主成分分析方法确定能够反映能源消耗和经济发展的综合指标得分；然后利用综合指标得分采用时间序列对湖北省能源消耗对经济发展的长期和短期关系及影响进行分析，给出经济发展综合指标和能源消耗综合指标之间的相互关系，为调整能源消耗情况的幅度，提升能源消耗所带来的经济效益提供参考。
三、 数据来源
此研究数据包含1995年到2014年间湖北省经济发展指标：地区生产总值、居民消费水平、对外贸易出口总额、财政收入占地区生产总值的比重；能源消耗指标：煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、电力、天然气指标数据。对应的指标数据来自2014湖北省统计年鉴。
四、 研究方法
（一） 主成分分析方法
本文通过对经济发展指标及能源消耗的指标进行主成分分析，确定能够反映经济发展和能源消耗的两个综合指标：GDP和能源。利用这两个综合指标对湖北省能源消耗与经济发展关系进行研究。
通过软件分别对反映经济发展的4个指标和能源消耗的9个指标进行主成分分析得到：经济发展提取出一个主成分（方差贡献率0.976）；能源消耗提取2个主成分，第一主成分方差贡献率0.781，第二主成分的贡献率0.115，累计贡献率0.896。各指标成分得分见表1和表2。
系数矩阵计算综合指标得分见表1和表2，两个指标的综合得分如下表3。
由表3和图1可看出，能源消耗与经济发展呈上升趋势。湖北省从1995年到2014年的20年间，经济的发展带动能源的消耗增长，能源的消耗增长带动经济的发展。在1995年至2005年之间能源消耗与经济发展趋势相同，在2005年至2010年之间能源整体发展比经济发展快，在2010年至2015年之间经济整体发展比能源消耗快。
（二）时间序列分析
1. 时间序列单位根检验
对于主成分分析得到的经济发展和能源消耗的综合指标得分都和时间有关系，因此将这两个综合指标序列作为时间序列来研究湖北省能源消耗与经济发展关系。在进行协整检验之前，需要确定变量的最优滞后阶数，并确定变量之间是否同阶单整。本文先建立VAR模型，根据中SC信息准则选定最优滞后阶数为6，将得分进行一阶差分，其单位根检验结果见表4：
由表4可知，经济发展和能源消耗的综合指标得分都通过显著性检验（P
2. 时间序列协整分析
对能源得分和经济的得分的时间序列作分析，两个序列都是一阶单整，此时可以研究两个变量之间的长期均衡关系。经过协整检验，其均衡关系模型为：
N=0.76G，
模型各参数见表5。
由表5可知模型的R2=0.887，D-W=0.351。由于D-W很小，存在误差序列相关，这里引入AR（1）、AR（2）来消除残差序列相关。得到调整后的模型结果如下：
N=0.42G+[AR（1）=1.39，AR（2）=-0.45]，
模型因子系数及统计检验结果见表6。
由表6可知模型R2=0.973，D-W=2.052。D-W检验值由0.351上升到2.052，消除了残差项的序列自相关。并且在回归模型中的解释变量和AR（l）和AR（2）的t统计值都一致地通过了显著性检验。其回归方程的残差序列平稳性检验结果见表7。
由表7可知在显著水平为0.01下残差通过显著性检验，即调整之后的回归方程的残差序列为零阶单整序列。所以能源消耗综合指标时间序列与经济发展综合指标时间序列存在长期均衡关系。
3. 格兰杰因果关系检验
回归分析只能给出两个指标的数量之间的关系，不能反映出应变量和自变量间的因果关系，下面通过格兰杰因果关系分析来检验二者之间的影响关系。在进行格兰杰因果关系检验之前，先根据SC信息准则确定最优滞后阶为4，检验结果见表8 （滞后期为4，观测值为20），可以看出存在从经济发展到能源消耗的格兰杰因果关系，即经济的发展带动能源的消耗。
五、 回归模型系数置信区间研究
经济的发展带动能源的消耗，研究经济与能源关系模型对于了解两者之间的相互影响关系很重要。对于时间序列建立的数学模型是否能够运用到更宽的领域不能够确定。Bootstrap是假定不知道残差项具体是什么分布情况下的算法，用它不是为了促进有效性，而是为了使其能够在更大范围内使用。对很多估计能够获得更精准的置信区间（其构造的置信区间）收敛于真实区间的速度在某些条件下会比通常的正态近似要快。
（一） 最小二乘回归置信区间
利用时间序列得到的线性回归在置信水平分别为0.90、0.95、0.99下各系数的置信区间见表9。
（二） Bootstrap方法估计参数的置信区间
Bootstrap方法是一种有放回的随机抽样方法，即从原始样本数据中，有放回地重复重复抽取容量为的样本，然后作这个样本的估计，再将这一过程重复次，做相应的估计。Bootstrap方法能够较好的处理小样本数据。此处利用Bootstrap方法，重复抽样1000次，对回归方程的系数进行估计，参数估计置信区间结果见表10。
由表9和表10的结果可以看出自助法所得到的参数置信区间基本包含在时间序列估计的参数置信区间内，Bootstrap方法构造的置信区间收敛于真实区间的速度更快，该模型也能更好地适用于更普遍的经济-能源发展的关系应用中。
六、 结语
本文主要对湖北省的能源消耗与经济发展关系进行分析，主要通过选取能够反映能源消耗和经济发展的综合指标来研究。根据已有的发展指标建立综合指标体系，更好的反映现阶段湖北省能源消耗与经济发展的相互关系。
1. 能源的发展对经济增长存在一定的促进作用，经济增长对能源消耗存在一定的依赖性，经济增长同时也促进能源的开发利用。研究发现湖北省能源消耗与经济发展保持长期均衡关系，存在着从经济发展综合指标到能源消耗综合指标的因果关系，即经济的发展带动能源的消耗，但能源的消耗并不能带动经济的发展，此结果和已存在同类研究结果相类似。
2. 本文研究结果对于政策的制定有一定的参考价值。湖北省的能源消耗量逐年上升，但仍是以煤炭为主，煤炭消耗量从1995年到2014年年平均增长129万吨，其他能源消耗种类及消耗量也呈现上升趋势。能源的消耗虽不能带动经济的发展，但随着能源消耗的增加逐年增长所导致的环境问题（如空气污染、水污染等问题）仍在进一步扩大。
3. 为了解决现有经济-能源-环境关系，一方面要提升单位能源利用效率，调整能源的消费结构，大力发展能够替代现有煤炭、石油等的其他可再生能源，减少能源消耗带来的环境问题。另一方面，在发展经济的同时需要考虑能源及环境问题，高效的能源利用及良好的环境发展比经济发展带来的效益高。因此，在保证经济持续发展、环境问题不再扩大的前提下，充分利用现有的有限能源实现更大的效益，是值得我们给予高度重视并采取可行高效的解决方案来实现质的飞跃。
参考文献：
[1]侯建朝.中国能源与经济之间关系的模型及实证分析[D].华北电力大学（北京），2009.
[2]刘旖芸.上海能源消费与经济发展关系研究[D].复旦大学，2009.
[3]胡绍雨.我国能源、经济与环境协调发展分析[J].技术经济与管理研究，2013（04）.
[4]王德青，朱建平，谢邦昌.主成分聚类分析有效性的思考[J].统计研究，2012（11）.
[5]刘文忠.自助法统计推断的基本原理及应用[J].山西农业大学学报（自然科学版），2004（02）.
关键词：能源消耗 经济增长 单位能耗GDP
一、引言及文献综述
改革开放三十多年来，中国经济得到了持续、全面迅猛的发展。2010年，中国GDP超越日本，成为“世界第二”。中国经济的快速发展，伴随着能源的大量消耗。英国石油（BP）的《世界能源统计年鉴》显示，2010年，中国超过美国成为世界上最大的能源消费国，中国的能源消费量占全球的20.3%，超过了美国19%的全球比重。能源的大量消耗造成了一系列的环境问题，从而抑制了经济的进一步增长以及人民的生活质量的提高。为了保持经济的平稳、可持续发展，提高人民的生活质量，国家提出了调整产业结构、转变经济发展方式等一系列措施。本文通过对基于行业下的能源消耗与经济增长的研究，提出相应的行业发展及能源有效利用政策，具有重要的现实意义。
关于能源消耗与经济增长的实证研究，国内外学者研究的相对较多，但是国内外学者的研究主要倾向于它们之间的格兰杰因果关系的研究。在国外，J.R.Moroney①探讨GNP与能源消耗的关系时发现，经济健康发展的国家，人均能源消耗的增加不会带来人均经济产出的同比增长；Yang、Glasure和Chang②③等也对此问题进行过研究。在国内，郭怡④通过对福建省1978—2007年能源消耗总量EC和GDP进行实证分析，研究结果表明，二者是单向因果关系；徐小斌、李传昭、徐锦绣、徐小凤⑤基于中国东西部地区的省级面板数（1986—2005年）分析，得出了中国东部地区能源与经济增长之间的关系较之西部地区更为密切的结论；肖涛、张宗益⑥以我国1990—2008年的能源消耗与经济增长数据为基础，得出了无论是长期还是短期，能源消耗与经济增长关系都存在从能源消耗到经济增长的单向因果关系的结论。
综上所述，大多数学者认为，存在着能源消耗到经济增长的单向因果关系。本文在此基础上，以中国六个主要行业1996—2009年能源消耗与经济增长数据为基础，运用固定效应变系数模型，得出各个行业单位能源消耗对经济增长不同的拉动作用，这对于我国合理调整行业结构，保证经济的持续发展有重要的指导作用。
二、模型选择与数据来源
（一）模型的选择
面板数据模型分为混合模型、变截距模型和变系数模型，为了确定采用哪种模型，常用协变分析进行检验，即主要检验两个假设。
假设1：截距和斜率在不同的截面样本点上和时间上都相同。
H1∶yit=α+xitβ+μit （1）
假设2：斜率在不同的截面样本点上和时间上都相同，但截距不相同。
H2∶yit=αi+xitβ+μit （2）
检验假设1的统计量为：
■ （3）
检验假设2的统计量为：
■ （4）
其中S1为变系数模型的残差平方和，S2为变截距模型残差平方和，S3为无个体影响模型残差平方和。若接受假设1，则采用混合模型；若拒绝，则需要检验假设2，若接受假设2，则采用变截距模型，若再拒绝，则采用变系数模型。
情形2和情形3又分为固定影响和随机影响两种，这时需要通过Hausman检验来确定采用哪种形式。豪斯曼检验的原假设和备择假设是：
H3：个体效应与回归变量无关（个体随机效应回归模型）
H4：个体效应与回归变量相关（个体固定效应回归模型）
如果接受H3，则需建立个体随机效应回归模型；反之，则需建立个体固定效应回归模型。
考虑到对数化不仅不会改变变量间的固有关系，而且还能消除序列中存在的异方差，结合面板数据的一般形式，本文建立GDP与能源消耗量（EC）之间的双对数模型：
lnGDPit=α+αi*+βiln（ECit）+uit （5）
式（5）中，GDPit代表第i个行业第t年的生产总值；ECit代表第i个行业第t年的能源消耗量。α为六个行业的平均自发GDP，αi*为第i个行业自发GDP对平均自发GDP的偏离，βi代表线性趋势项的系数，即第i个行业单位能耗的GDP，uit代表随机干扰项。
（二）数据来源与处理
本文选取我国六大行业1996—2009年的数据为研究数据，其中六大行业分别为：农林牧渔业、工业、建筑业、交通运输仓库和邮电通信业、批发与零售贸易与餐饮业、其他行业，其中其他行业包括：金融业、房地产业等行业。为了研究的方便，依次用代码：NLMY、GY、JZ、JY、PLC、QT代替。行业的GDP数据来自《中国统计年鉴—2010》，所采用的单位是亿元；行业的能源消耗量数据来自《中国能源统计年鉴—2009》、《中国统计年鉴—2010》，所采用的单位是万吨标准煤，用字母EC表示。
为了提高模型的有效性，需要对变量进行平稳性检验。对六大行业1996—2009年GDP与EC分别取对数、一阶差分、二阶差分后的检验结果如下表1。
由表1知六大行业的GDP、能源消耗取对数的数据及一阶差分后的数据均不平稳，而二阶差分后的数据均平稳，因此LN（GDP）、LN（EC）均为二阶单整，满足协整研究的前提条件。然后还需要对LN（GDP）与LN（EC）进行协整关系检验，以确定它们之间的长期均衡关系，本文采用Kao协整检验，其检验结果如下表2。
检验结果拒绝了非协整的原假设，说明GDP与能源消耗存在长期的均衡关系。
三、实证结果
运用EVIEWS 7.0软件，对模型（5）进行估计，得出混合模型、变截距模型和变系数模型的残差平方和S1=0.9000，S2=1.1576，S3=36.4314，再由式（3）、（4）可得出统计量F1=284.2512，F2=4.1216，且F2>F0.05（10，72），F1>F0.05（5，72），因此应建立变系数模型。而Hausman统计量的值是36.600607，对应的概率为0.0000，拒绝了随机效应的原假设，应建立固定效应模型。综上，本文应建立固效应变系数模型，估计结果下如表3：
由表3可知，各个行业的截距项和单位能耗GDP均不相同，本文主要考虑单位能耗GDP。单位能耗GDP不相同，说明了各个行业单位能耗对GDP的拉动作用不同。其中单位能耗GDP较高的是其它行业和建筑业，其它行业一万吨标准煤的能源消耗可以产生1.926218亿元的GDP，建筑业万吨标准煤的能源消耗可以产生1.749906亿元的GDP；单位能耗GDP较低的是农林牧渔业和交通运输仓库和邮电通信业，农林牧渔业一万吨标准煤的能源消耗只能产生1.274422亿元的GDP，交通运输仓库和邮电通信业一万吨标准煤的能源消耗也只能产生1.482499亿元的GDP。由于金融业、房地产业、建筑业对能源的需求量相对较低，而利润相对较大，因此单位能耗的GDP相对较高；而农林牧渔业和交通运输仓库和邮电通信业需要消耗大量的水电、石油、煤炭等能源，且GDP的产出相对较低，因此单位能耗的GDP相对较低，这与现实是相符合的。
四、结论与政策建议
（一）主要结论
第一，能源消耗与经济增长之间存在正相关的关系。由表2可以清楚看到，我国六大行业每个行业的单位能耗GDP都为正数，且都大于1。这说明一万吨标准煤的能源消耗量必然会推动一亿元以上GDP的增长，表明我国能源对GDP具有很明显的拉动作用。
第二， 其它行业和建筑业单位能耗的GDP较大，而农林牧渔业和交通运输仓库和邮电通信业单位能耗的GDP较小。这说明金融业、 房地产业、 建筑业在同样的能源消耗下对GDP的拉动作用大，而农林牧渔业和交通运输仓库和邮电通信业同样的能源消耗下对GDP的拉动作用小。
第三，由上述实证分析可以看出各个行业的能源对经济增长的截距项各不相同。这与我国六大行业起步条件、基础状况以及国家的行业、产业政策密切相关。
（二）政策建议
由以上分析可知，能源消耗对经济增长有巨大的推动作用，但是能源的过量消耗会造成一系列的环境问题和经济问题，从而反过来抑制经济的进一步发展。因此为了在减少能源消耗同时保持经济的持续增长，本文提出以下政策建议：
第一，调整行业结构， 加快金融业、房地产业、建筑业行业的发展，适当放松农林牧渔业和交通运输仓库和邮电通信业行业的发展。从以上分析可知， 单位能耗的GDP， 其它行业、建筑业较高， 农林牧渔业和交通运输仓库和邮电通信业较低， 这样的调整有利于提高能源的利用效率， 在减少能源消耗的同时， 保持经济的平稳较快发展。
第二，逐步建立起科学合理的地方政府业绩考核指标体系， 引导地方政府将经济发展由总量扩张为主转向质量提高为主， 经济增长方式从粗放型增长为主转向集约型增长为主， 工业化从规模扩大为主转向结构升级为主。
第三， 提高科技水平， 改善能源利用率， 增加单位能耗的GDP。经济的增长离不开能源， 但是不能过度的消耗能源， 我们可以在保证经济增长的同时，通过提高能源利用率，来减少能源的消耗。坚持依靠科技进步降低单位能耗， 不断提高能源利用效率， 保持地方经济的可持续发展。
第四， 大力发展新型能源。根据我国的实际， 大力发展风能、太阳能、核能等新型能源， 这些能源不仅比较干净， 还可以克服煤、油、气常规能源具有的污染环境和不可再生的缺点。
参考文献：
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⑧高铁梅. 计量经济分析方法与建模： Eviews应用及实例[M]. 北京：清华大学出版社，2006
能源问题在理论上的研究可以追索到20世纪70年代早期“罗马俱乐部”的一系列研究，其最具代表的《增长的极限》一书，着重强调了能源对经济增长和社会发展的制约作用。这种研究成果进而引起了各个国家的广泛关注，能源与经济之间的关系也逐步成为各国经济学家们的重要研究方向。Rashe(1977)首次将能源使用引入柯布－道格拉斯生产函数(C－D函数)中，证明了能源的消费与经济增长之间确实存在着一定的关系，进而定量地描述能源与经济发展的关系[1]。张明慧(2004)运用计量经济的方法证明了能源对国民经济的增长存在着Granger因果关系[2]。韩智勇(2004)等人在得出能源消费和经济增长间存在双向因果关系的结果，但它们之间不存在长期协整性[3－4]。郭志军(2007)通过用协整方法实证了三次产业结构与能源消费间也存在着相关关系[5]。随着能源需求量的不断增加，不可再生能源储量却逐渐减少，能源安全问题成了许多国家面临的一大挑战。同时大量使用石化能源造成环境污染，碳排放增加，引起全球气候变暖，使我们赖以生存的地球家园环境恶化，这是人类面临的另一重大挑战。因此，面对经济增长与保护环境的二难选择，研究和发现新的能源，进而寻求以代替以往的传统矿物质能源，以最小环境代价来获取高速的经济增长，既是一个重要的理论问题，又是一个亟待解决的现实问题。新能源是指以新技术、新工艺为基础正在积极研究或正处于开发利用阶段，有待推广的可再生能源。目前中国已经形成一定产能的新能源产业，主要包括太阳能、核能、风能、水能及生物质能在内的其他可再生能源。
二、数据来源
本文选取1990－2010年份中的中国国内生产总值(GDP)和新能源(水电、核电、风电)消费数据和传统矿物能源消费量来自各年的中国统计年鉴和中国能源统计年鉴等，数据如表1所示:
三、新能源与经济增长的格兰杰因果关系检验
通过Granger因果关系检验来分析能源与经济增长的关系，其Granger因果关系检验的基本思想是:如果变量X的变化引起Y的变化，则X的变化应发生在Y的变化之前，在说明X是引起Y的Granger变化。Granger因果关系模型中，检验的程序是决定因变量的加入是否显著地增强了回归方程的解释能力，它仅采用因变量和自变量的滞后值。为检验能源与经济增长之间的因果关系，本文假设以下的两组回归方程:Yt=∑α1iYt－i+∑α2iEt－iμt(1)Et=∑β1iYt－i+∑β2iEt－iνt(2)其中，Yt=Yt－Yt－1，Et=Et－Et－1，Yt为国内生产总值(GDP);Et为新能源消耗(本文以2011年国家统计年鉴中的水电、核电、风电作为新能源)。则回归方程(1)和(2)因自变量的系数不同，有以下四种可能的因果关系:如果∑αM2t=0且∑β1t≠0，则Yt对Et存在单一的因果关系;如果∑αM2t=0且∑β1t=0，则Yt与Et之间不存在因果关系;如果∑αM2t≠0且∑β1t≠0，则Et对Yt存在单一的因果关系;如果∑αM2t≠0且∑β1t≠0，则Et与Yt之间存在互为因果关系。本文用eviews5．0软件对新能源消费与我国国内生产总值数据进行Granger因果关系检验，选取滞后期为2时的检验结果如图1所示:由图1的Granger因果关系检验结果可知，新能源的消费确实与国内生产总值的增长之间存在着单一的Granger因果关系。因此，新能源的消费是引起国内生产总值增加的原因之一。但是，随着滞后期的增加，本文研究发现，当滞后期5期及以后时，国内生产总的增加也会带动新能源的消费变化。滞后5期的格兰杰检验结果如图2所示:通过图1和图2检验结果的分析，我们可以得出以下结论，在短期内，新能源的消费是促进国内经济发展的一大动力，但是从长期来讲，国内经济的高速发展也促进了新能源行业的快速发展。因此，为了使国家经济能够持续高速的发展，新能源的开发和研究是必不可缺少的因素。所以，我们必须转变发展理念和价值观，把发展以新能源为主的低碳经济和构建低碳社会作为长远的发展目标。要接受以新能源为主的低碳经济概念，在新能源发展的基础上促进GDP的增长，实现GDP和新能源的双向发展。
【论文摘要】本文认为，循环经济本质上是一种生态经济，它不仅是一种倡导与环境和谐的经济发展模式，也是一种新的经济增长方式。与以往的发展模式相比，循环经济重估了自然资源的价值，关注不同生态伦理的整合与提升，深化了对生态阈值的研究，重视深层生态学的研究与追问。文章指出，虽然目前我国循环经济有了一定发展，但在实践中仍存在不少问题和障碍，迫切需要通过立法加以解决。循环经济立法的主要内容包括：建立循环经济规划制度；建立循环经济评价指标体系和考核制度；建立循环经济的标准、标识、标志和认证制度；明确规定以生产者为主的责任延伸制度；强化重点企业资源节约和循环利用的定额管理制度；强化产业政策的规范和引导制度；强化激励政策；明确政府、企业和公众的责任。 一、循环经济是一种发展模式 循环经济不仅是一种新的经济发展模式，也是一种新的经济增长方式。所谓循环经济，就是按照自然生态物质循环方式运行的经济模式，它要求遵循生态学规律，合理利用自然资源和环境容量，在物质不断循环利用的基础上发展经济，使经济系统和谐地纳入到自然生态系统的物质循环过程中，实现经济活动的生态化。其本质上是一种生态经济，倡导与环境和谐的经济发展模式，遵循“减量化、再利用、资源化”原则，采用全过程处理模式，以达到减少进入生产流程的物质量、以不同方式多次反复使用某种物品和废弃物的资源化目的，是一个“资源－产品－再生资源”的闭环反馈式循环过程，可以实现从排除废物到净化废物再到利用废物的过程，达到最佳生产，最适消费，最少废弃。 人类社会在经济发展过程中经历了三种模式，代表了三个不同的层次。第一种是传统经济模式。这种模式是一种“资源－产品－污染排放”的单向线性开放式经济过程，不考虑环境代价。第二种是生产过程末端治理模式。它强调在生产过程的末端采取措施治理污染，采取“先污染，后治理”的做法。第三种是循环经济模式，也称为全过程治理模式。 在现实操作中，循环经济遵循的基本指导原则包括减量化原则、再利用原则和资源化原则。减量化原则要求在生产、流通和消费等过程中尽可能减少资源的消耗和废物的产生。再利用原则要求将再生资源直接作为产品或者经修复、翻新、再制造后继续作为产品使用，或将再生资源的全部或部分作为其他产品的组件或部件予以使用。资源化原则即资源综合利用原则，包括在矿产资源开采过程中对共生、伴生等矿产进行综合开发与合理利用：对生产过程中产生的产业废物进行回收和合理利用；对流通、消费后废弃的产品进行回收和再生利用。 发展循环经济有企业、产业园区、城市和区域等层次，这些层次由小到大依次递进，前者是后者的基础，后者是前者的平台。 循环经济立法中所指的循环经济，是在生产、流通和消费等过程中进行的减量化、再利用、资源化活动的总称。发展循环经济，有利于提高经济增长质量、节约资源能源和改善生态环境，是建设资源节约型、环境友好型社会的重要途径，是落实科学发展观、实现可持续发展的必然要求。 二、循环经济范式研究 循环经济作为一种新的范式，较之其他范式有如下特征： 1.重估自然资源的价值。循环经济范式强调，任何一种经济都需要四种类型的资源来维持其运转，即以劳动、智力、文化和组织形式出现的人力资源；由现金、投资和货币手段构成的金融资源；包括基础设施、机器、工具和工厂在内的加工资源；由资源、生命系统和生态系统构成的自然资源。循环经济范式将自然资源列为最重要的资源形式，认为自然资源是人类社会最大的资源储备，提高资源生产率是解决环境问题的关键。 自然资源对人类的生存与发展、满足人类多方面的需求具有极其重要的功用价值，除经济价值外，还具有生态价值和社会价值，主要体现在：（1）自然生态为人类提供最基本的生活与生存需要的“维生价值”；（2）自然资源作为人类利用自然、改造自然的对象，为人类提供“经济价值”；（3）自然资源在为人类提供经济作用的同时，还提供“生态价值”，尽管其不能直接在市场上进行交换，体现的是潜在价值和间接使用价值；（4）自然为人类满足精神及文化上的享受而提供“精神价值”，体现的是存在价值或文化价值；（5）自然为满足人类探索未知而提供“科学研究价值”等。 自然资源的经济价值、生态价值、社会价值等是统一的不可分割的整体
[关键词] 能源供给 经济增长 协整分析
能源是人类生存和发展的重要物质基础，是维系中国经济社会持续快速发展的重要保障。正确认识能源供给与经济发展之间的内在关系，对于深入把握当前我国能源供给现状、科学规划能源发展战略都具有十分重要的意义。
一、数据协整分析
本文采用协整分析方法，就宏观经济运行与能源产量、各类能源产量以及能源缺口量之间的关系，进行量化评价。所涉及数据为：①国内生产总值（LGDP1）、能源生产总量（LE），时间跨度为1978年至2005年；②国内生产总值（LGDP2）、煤炭产量（LC）、石油产量（LO）、天然气产量（LN）、水电产量（LH），时间跨度为1978年至2004年；③国内生产总值增长率（LRGDP）、能源缺口量占能源总产量比重（LEG），时间跨度为1992年至2005年。（以上数据均选取对数值）。
1.ADF检验
根据数据处理需要，采用ADF检验，对所涉及数据进行平稳性检验，并做相应处理，以消除虚假回归。经检验（见表1），所有数据均满足协整分析要求。
表1 ADF检验结果
数据说明：***代表1％的显著水平，**代表5％的显著水平，下表同。
2.Granger检验
根据数据处理需要，采用Granger检验，对以上三类变量内部的相互影响关系进行分析。根据检验结果（见表2），LGDP1变动会引起LE变动，LGDP2变动会分别引起LC、LO、LN变动，LRGDP变动会引起LEG变动，但LGDP2却与LH之间不存在这一关系。
表2 Granger检验结果
3.协整检验
在ADF检验、Granger检验的基础上，采用EG检验进行协整分析，以进一步明确变量之间的因果关系及其长期稳定性（见表3）。
表3 协整方程系数估计结果
同时，再次采用ADF检验，对协整方程（1）至（5）残差的平稳性进行检验。经检验（见表4），除方程（4）外，其余4个方程均为平稳序列。即，LGDP1与LE，LGDP2分别与LC、LO，以及LRGDP与LEG之间的因果关系，具备长期稳定性。
表4 协整方程系数估计结果
分析表3中的DW值可以发现，协整方程（1）至（3）的误差项存在正自相关。这主要是由于我国能源产业经济影响具有一定滞后性，致使协整方程中部分重要解释变量有所忽略造成的。这里引入广义最小二乘法，在协整方程中加入自回归项AR（1）、AR（2），对这一影响进行滤除。表5表明，通过添加自回归项，协整方程误差项的自相关问题得以解决，同时，经调整后的协整方程的拟合优度有所提高，标准误差有所下降。
表5 广义最小二乘法估计结果
二、基本分析结论
依据协整分析结果，我国能源供给的宏观经济影响主要呈现出以下特点：
首先，从长期看，国内生产总值变化会引发能源生产总量,以及各类能源产量的变化，且其变化方向是一致的。同时，受我国能源结构比例影响，GDP对于煤炭产量的影响要高于对石油的影响。
其次，从短期看，能源生产总量、煤炭产量、石油产量均会受到自回归项影响，其中滞后一期的AR（1）对能源生产存在正向影响，而滞后二期的AR（2）则对能源生产存在反向影响，且滞后二期系数的绝对值小于滞后一期的系数，这说明我国能源生产具有很大的惯性。因此，在经济增长和能源生产惯性的双重作用下，我国年能源生产总量、煤炭产量和石油产量都将会持续增加。
再次，我国现阶段能源生产缺口对经济发展影响不大，且随着经济增长率的提升，缺口会逐渐缩小。通过能源进口，可以弥补由于能源生产不足造成的缺口。
2002年以来，随着我国经济的迅速增长，能源需求呈现出大幅攀升态势，能源缺口量不断提升（见表6）。造成这一现实情况与以上协整分析存在较大差异的主要原因在于：本文仅是从宏观经济角度考察能源供求情况，而未涉及价格因素，但在现实中，由于我国能源价格形成机制还不能实现完全市场化配置，扭曲的能源价格不能直接反映能源供求情况，致使能够被经济增长弱化的能源缺口不降反升，从而抑制了能源供给的提升，造成现实数据与协整分析的不一致。以石油价格为例，目前我国原油价格已与国际市场价格接轨，而国内成品油价格却仍由国家发改委调控，中石油、中石化等企业的价格自主调控范围很小。因此当国际油价上涨时，国内原油价格随之调整，但成品油价格却滞后于这一调整，造成原油和成品油价格“倒挂”，严重影响了国内企业成品油的生产能力。
表6 2005年至2006年我国主要一次能源缺口情况统计表
资料来源：根据《BP世界能源统计2007》有关数据整理，省略。
三、主要政策建议
随着未来中国经济的持续高速发展，对能源供给的拉动作用将逐步加大，能源消费需求将不断提高。为此，迫切需要从宏观层面，统筹协调经济发展与能源供给的关系，逐步建立起适应我国国情的能源供求保障机制。
1.完善能源供给结构
只有充分利用各种可以规模利用的能源资源，才能优化能源结构，满足未来能源需求。发达国家已经完成了化石能源的优质化，现在又开始大力发展低碳能源，向更高层次的能源优质化推进。我国能源也需要走多元发展的道路，加快能源结构调整，增加石油供应，显著提高天然气、核能、可再生能源在能源生产和消费中的比重，努力做到新增能源供应以高效能源、清洁能源、新能源和可再生能源等低碳或无碳优质能源为主。
2.理顺能源价格机制
各种常规能源特别是化石能源，大都是不可再生资源。能源价格应当充分反映资源稀缺程度，反映市场供需状况，反映生态保护和环境治理成本，这样才能向各类市场主体传递正确信号，从根本上促进能源节约和合理利用。应完善能源产品价格形成机制，逐步与国际能源市场互接互补；还应完善资源有偿使用制度、生态环境补偿机制，体现资源所有者、使用者和公共环境保护者的权利与义务，促进能源资源利用效率的提高，弥补能源资源开发带来的生态环境损失。
参考文献:
【关键词】能源消费 经济增长 相关分析 灰色模型
一、引言
“十二五”时期是河南省全面建设中原经济区、加快中原崛起和河南振兴的关键时期，随着工业化、城镇化加速推进，我省能源需求将刚性增长，能源供需矛盾将更加凸显，能源发展将面临严峻挑战。统计资料显示，河南省的能源消费从1978年的3353万吨标准煤增长到2013年的24756万吨标准煤，中国能源生产总量在2013年达到34亿吨标准煤，河南省能源生产总量为13248万吨标准煤，占全国能源生产总量的3.90%；同年，中国能源消费总量为375000万吨标准煤，河南省能源消费总量为24756万吨标准煤。目前，河南省还处于能源短缺、能源消耗粗放的现状下，在经济结构和产业结构转型的关键时期，研究河南省能源消费与经济增长之间的内在联系并且预测河南省能源消费量的走势显得十分迫切和必要。
2013年河南省的经济总量达到32155.86亿元。2000年到2013年间，河南省的名义GDP由2000年的5052.99亿元人民币增加到2013年的32155.86亿元人民币，平均增幅达12.20%。
图1呈现出河南省2000年至2013年间地区生产总值总体变化趋势，可以明显看出，绝对经济总量是逐年上升的，2008年由于金融危机的影响，经济增长速度放缓，但随着政府一系列政策的出台，刺激了当时低迷的市场，使得经济加速增长。
从能源消费总量来看，近十多年来，能源消费总量不断递增。从2000年的7919万吨标准煤增加到24756万吨标准煤。尤其是2001～2006年，能源消耗量迅速增长，到2003年能源消耗总量突破亿吨。自2007年以来，能源消耗增幅略有减少，但是仍旧突破两亿吨。
图1 河南省地区生产总值柱状走势图
图2 河南省能源生产与消耗总量折线图
二、回归分析
（一）数据说明
本研究主要涉及两组数据，即国民生产总值（GDP）和能源消费总数的时间序列数据。数据的时间序列是从2000年～2013年。能源消费数据的单位为万吨标准煤（燃料），不需要折算转换，可以直接使用，因此不需要多加说明。关于GDP数据，为了消除较长时间周期中存在的物价、时间价值变化等诸多因素，使之可比性，因此是按不变价格计算（1952年=100）。所涉数据均来自河南省统计局2013年经济普查数据、《河南省统计年鉴》和河南省统计局的统计数据。
表1 2000～2013年河南省GDP和能源消费总量
（二）回归分析
改革开放以来，河南经济发展迅速。经济普查数据表明，2000～2013年期间，河南的GDP由5052.99亿元增加到32155.86亿元，按可比价计算增加了6倍左右，年均递增12.20%。随着经济的快速发展，能源消费规模不断扩大，能源消费结构也不断变化。同期全省能源消费总量由6591万吨标准煤增加到万吨标准煤，增长了3倍左右，年平均增幅达到7.89%。
2000年～2013年，随着河南省GDP逐年增加，全省的能源消费总量也呈现出增长趋势。全社会能源消费总量与GDP的散点图变现为一条趋于上升的直线，说明二者之间呈线性关系，运用回归分析方法可计算出两者之间的相关系数高达94%以上。
本研究主要涉及两组数据，即国民生产总值GDP和能源消费总数的时间序列数据。数据的时间序列是从2000年～2013年。关于GDP数据，为了消除较长时间周期中存在的物价、时间价值变化等诸多因素，使之更具有可比性，因此是按不变价格计算（1952年=100）。所涉数据均来自《河南省统计年鉴》和河南省统计局的统计数据。
根据河南经济普查数据，可观察到GDP与ECP（能源消费数量）两时间序列都呈现指数增长趋势，故取它们的自然对数值，以便消除指数趋势而转换为直线趋势，同时并不改变原来具有的协整关系，这在一定程度上可以消除时间序列中存在的异方差现象；并且分别采用表示lnGDP和lnECP各自取对数处理后的新序列。通过eviews计算机软件运算得出：
以lnGDP为被解释变量，lnECP为解释变量，u为残差项，用OLS回归方法估计的回归模型为：
lngdp=-1.21+1.14lnecp+u
T （-3.96） （30.67）
R2=0.98，f=940.36明显显著，dw=0.69
从回归方程中可以看出，ECP的变化对GDP的影响呈现正相关关系，即随着ECP的增加或减少，GDP也会出现相应的增加或减少。其经济意义为：能源消费确实影响和带动了经济的增长，其影响方向和程度为：若能源消费总量ECP每变动（增加和减少）1%，将会引起GDP同方向发生变动，其影响的平均变动幅度为1.14%。这也说明了能源对促进经济具有乘数效应，且具有双刃剑的功能。
R2=0.98，表明能源消费变化中的98%可以用GDP的变化进行解释，两者之间存在着显著的正相关关系，即随着GDP的不断增大，能源消费也在不断增加。
调整后的R2=98%，拟合度均高于0.9以上。
模型（1）是不是表明两变量序列具有协整关系的适应性模型，关键在于估计的残差序列（用u表示）是否平稳的，需要进行回归残差的平稳性的ADF检验，其结果为残差序列的单位根检验及其结论变量ADF检验值1%显著水平、5%显著水平和10%显著水平检验形式检验结论。
从回归结果的图形可以看出，包括残差项（Residual）、实际值（Actual）、拟合值（Fitted）的图形中，实际值和拟合值几乎一致。当然，由于经济是一个复杂的体系，受到多方面的因素影响，不可能用一个变量解释清楚，这就造成残差项在图形中有较大的波动起伏。
但是，从方程（1）和方程（2）趋势项的系数可以看出：能源消费的系数为负，而经济增长的系数为正，这表明从长期来看，经济增长的边际效应是递增的，但能源消费的边际效应却是趋于下降的，即经济增长对能源消费的影响在未来的河南省经济增长中将发挥主导作用。
lngdp=1.197+0.86necp+u
Tt （5.22） （30.66）
R2=0.98，f=940.36，dw=0.69
三、灰色模型预测
（一）灰色模型理论
灰色模型理论是由我国邓聚龙教授在20世纪80年代首次提出的，用于研究“小样本”、“贫信息”不确定系统问题的一种数学理论方法。一阶微分GM（1，1）预测模型是灰色理论系统的核心内容，广泛应用于物流、交通、工业等经济领域。可对能源消费进行长期预测，且精度较高。
本文用到数列预测。所谓数列预测，就是对某一指标的发展变化情况所作的预测，其预测的结果是该指标在未来各个时刻的具体数值，数列预测的基础，是基于累加生成数列的GM（1，1）模型：
（二）预测结果及分析
选取河南省2000～2013年能源消费总量，应用灰色模型GM（1，1）理论，可计算得知α=-0.06601，u=13897.72，模型预测公式为：
四、结论
回归分析结果显示，河南省的经济增长与能源消费之间存在着一种共同的长期趋势，二者相互影响、相互依存，且互为因果关系。上述研究结论具有一定的理论基础，因为能源作为一种生产投入要素，其投入的增加必然会带来经济产出的增加；同时，当经济产出总量扩大时，对能源要素的需求也会随之增加。
但是，这一结论带来的深层次的政策含义更值得我们关注。一方面保持经济持续的稳定增长必须有不断扩大的能源供应作为保障，除非能源的质量（比如能源结构、新能源品种等）得到改善，否则能源需求总量规模将会随着经济总量的增长而不断扩大，一旦能源供应可能出现的波动和短缺必须保持高度警惕并做好应对的准备；另一方面，不断降低能源消费强度的节能目标也必然会对经济造成一定的影响。因此，政府在制定相关政策时，必须充分考虑其对能源消费形成的影响，重视能源生产结构的合理性，并且加强对系能源的开发和利用，从而避免其间接对经济增长目标带来的消极影响。
基于建立的灰色模型GM（1，1）对河南省能源消费进行预测，预测2020年能源消费总量将达到41071万吨标准煤。该预测模型方法可行，结果可信，拟合效果较好，且总体符合一级精度标准。考虑到河南省未来几年能源消费总量会持续增加，且增速会稍放缓，此样本模型恰与实际能源消费趋势相符。
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